일반적으로 정체성(identity)이란 ‘한 사람이 사회적으로 중요하게 생각하는 속성, 신념, 욕구 또는 행동 원칙으로 이루어진 집합체’[1]로서 ‘특정 맥락 속에서 사회적인 수행에 의해 형성되는 특정한 종류의 사람이라는 인식’으로 정의할 수 있다[2]. 정체성이 특정 맥락에 종속되는 개념이라는 관점에서 한 개인이 하나의 정체성만을 갖는 것이 아니라 자신이 속한 맥락에 따라 다양한 정체성을 가질 수 있다[3]. 과학 정체성(science identity)은 개인 정체성의 일부로서, 과학이라는 특정 맥락에서 자신이 누구이며 무엇을 할 수 있고 무엇을 하고 싶으며 무엇이 되고 싶은지에 대한 느낌(sense)이라 할 수 있다[4, 5]. 예를 들어 과학 정체성과 자신을 일치시키는 학습자는 과학 교수학습 맥락에서 자신이 과학을 즐기는 또는 과학에 역량이 있는 사람이라고 인식할 것이다. 이런 의미에서 물리 정체성(physics identity)이란 물리와 관련된 맥락 안에서 정의되는 과학 정체성이라 할 수 있다[6]. 지금까지 수행된 몇몇 과학 정체성 선행연구의 결과와 의의 요약은 Table 1과 같다.

Table 1

Summary of previous research findings on science identity.

Research	Findings	The Significance of Research
Brickhouse, Lowery & Schultz (2000) [4]	• A students’ science identity is influenced by society and culture • A students’ science identity is associated with others’ perceptions of the students, the student’s self-perception, and an interest in science	• Attempt to explore factors influencing students’ science identity
Carlone & Johnson (2007) [5]	• Based on Brickhouse, Lowery & Schultz (2000), Carlone & Johnson argued that science identity comprises three dimensions: Recognition, Performance, and Competence	• Developed a framework for science identity
Hazari et al. (2010) [6]	• Modifying some aspects of three-dimensional framework proposed by Carlone & Johnson(2007) and included the dimension of Interest	• Included dimension of Interest
Lee & Kang (2018) [7]	• Proposed a three-dimensional framework, integrating the dimensions of Performance and Competence into the dimension of Self-Efficacy	• Integration Attempt of the Performance and Competence dimensions • Found that there’s a positive correlation between physics identity and aspirations for physics-related careers
Rhee, Choi & Chung (2021) [8]	• Science Identity is composed of two dimensions: Recognition, Participation • Argued that the Recognition dimension is composed of four factors: Recognition of science learning/teacher, scientific self-concept, aspirations for a science career. • Argued that Participation dimension is composed of three factors: involvement in school, involvement at home, and involvement outside of school	• Attempted revision of science identity framework

현대 사회에서 과학이 차지하는 비중을 고려한다면 과학 정체성은 학교교육이라는 특정 맥락에만 국한되지 않고 학교를 벗어난 개인의 삶 전반에 걸쳐 중요한 구인일 수 있다. 역량 함양 교육과정을 표방하며 최근 개정된 우리나라의 과학과 교육과정은 과학을 ‘민주 시민으로서 개인과 사회 문제를 과학적으로 해결하고 참여·실천하는 역량’을 함양하는 교과로 정의하면서 학교 과학교육의 지향을 학교 뿐 아니라 학교를 둘러싼 인간의 삶 전체로 확장하고 있다[9]. 이런 의미에서 학교밖 과학교육 또는 대중과학교육 맥락에서도 과학 정체성은 비형식 교육의 목표 중 하나로서 중요하다[10]. 과학 정체성은 학교 밖에서 발생하는 다양한 비형식 과학교육 활동에 참여하도록 동기를 부여하고 참여 방법을 제공함으로써 과학에 대한 보다 깊은 참여로 이끄는 관문이 될 수 있다[5].

과학 정체성이 학교 밖으로 확장된다는 점 외에도 개인의 정체성이 그 사회가 중요하게 여기는 가치와 관습, 신념과 깊이 관련되어있다는 점에서 과학 정체성을 이해하기 위해서는 사회문화적 관점에서 접근이 필요하다. 자신이 누구이며 무엇을 할 수 있는지에 대한 개인의 인식은 그가 속한 사회 구조 안에서 형성된다. McLaughlin[11]은 학습자의 과학 정체성이 일상생활의 사회적 구조망 안에서 구성된다고 바라보았다. 과학 정체성은 전통적인 과학교육 맥락에서 소외되어 온 다양한 학습자에 대한 연구에 있어서 중요한 개념이 된다. 과학 정체성을 사회문화적인 맥락에서 특정 배경의 학생들이 왜 과학에서 소외되는지 알아볼 수 있는 렌즈가 된다[5]. 과학을 ‘한정적 범위의 과제와 변화하지 않는 지식의 덩어리’로 보는 전통적인 학교 과학교육 관습은 과학 정체성을 좁게 제한함으로서 다수의 학생들에게 과학을 자신과는 별로 관련이 없다고 여기게 할 수 있다[12, 13]. 과학 정체성에 대한 연구는 여성, 유색 인종 등과 같이 전통적으로 과학에서 소외되어 온 집단의 과학 활동 참여를 장려하려는 입장에서 평등을 지향하는 과학교육 측면에서도 중요하다. Hwang[14]은 다양한 학습자를 포용하는 과학교육을 구현하기 위해 과학 학습 참여와 소외 현상에 작동하는 사회문화적 기제를 분석하는 개념틀로서 과학 학습 정체성에 주목하였다.

과학 정체성은 과학을 배우는 학생 뿐 아니라 과학을 지도하는 교사에게도 중요하다. 과학 교사는 학생들이 처음 만나는 과학자로서, 학생들의 과학 학습은 물론이고 학생들이 갖는 과학에 대한 인식과 태도 등에 지대한 영향을 미친다. 과학 교사는 가르치는 사람일 뿐만 아니라 본인 스스로가 과학을 배우는 사람이기도 하다. 과학은 잠정적이며 과학교육의 교과 내용으로서 과학 역시 시대와 학생에 따라 변하기 마련이다. 특히 과학기술이 빠르게 발전하고 있는 현대 사회에서는 과학기술에 대한 지식 뿐 아니라 그러한 지식을 구체적인 삶의 맥락에서 어떻게 활용할 것인지에 대한 역량을 키우는 것 역시 중요하다. 과학 교사는 변화하는 과학의 맥락에 따라 학생을 위해 해당 지식과 역량을 빠르게 습득해야 한다. 즉, 교사의 지속적인 과학 참여가 필요하며, 이때 교사의 과학 정체성은 추후 지속적인 과학 참여에 영향을 미친다. 특히 예비 과학교사의 경우는 과학을 배우는 학생이자 과학을 가르치기 위해 준비하는 예비교사로서 과학 정체성은 더욱 중요하다.

과학 정체성 개념은 2000년대 이후에서야 제기된 개념으로서 아직까지는 물리교육 분야에서 연구 사례가 많지 않다. 최근에 과학 정체성 또는 물리 정체성에 대한 연구가 점차 증가하고 있으나[6, 7], 물리 정체성의 특징을 응답자의 변인에 따라 분석적으로 살펴보는 연구는 부족하고 특히 예비 물리교사를 대상으로 하는 연구는 찾기 어렵다. 따라서 이 연구는 선행 연구에서 제시한 과학 정체성 모형을 비판적으로 분석하여 예비 물리교사를 대상으로 하는 물리 정체성 검사 도구를 개발하고, 이를 적용하여 예비 물리교사들이 갖는 물리 정체성의 특징을 살펴보고자 한다. 구체적인 연구 과제는 다음과 같다.

첫째, 물리 정체성의 개념틀을 제안하고 양적 검사 도구를 개발한다.

둘째, 예비 물리교사들의 물리 정체성의 집단별(성별, 학년, 학업 성취도) 특징을 분석한다.

1. 연구 대상

이 연구는 국내 사범대학 물리교육과에 재학 중인 예비 물리교사 36명을 대상으로 진행하였다. 연구 대상은 전체 재학생을 대상으로 온라인 설문을 활용하여 자유 응답 방식으로 표집하였다. 응답에 참여한 연구 대상의 성별 분포는 여성 18명과 남성 18명이며, 학년별로는 1학년 6명, 2학년 5명, 3학년 8명, 4학년 17명이다. 특정 학년에 편중된 경향이 발견되어 연구 결과를 분석할 때 학년별로 집단을 구분하지 않고 교육실습 경험이 있는 4학년 이상의 고학년 집단(17명)과 교육실습 경험이 없는 3학년 이하의 저학년 집단(19명)으로 구분하여 분석하였다.

2. 물리 정체성의 개념틀과 검사 도구의 정교화

이 연구에서는 Carlone & Johnson[5]의 과학 정체성 개념을 바탕으로 물리 학습 맥락에서 물리 정체성 개념을 제안한 Hazari et al.[6]의 연구를 비판적으로 검토하면서 출발하였다. Hazari et al.의 물리 정체성 모형에 따르면 물리 정체성은 역량(competence)-수행(performance)-인식(recognition)-흥미(interest)의 4개 차원으로 구성된다. 이 모형에서 역량 차원은 물리 내용을 이해할 수 있는 능력에 대한 믿음, 인식 차원은 타인에게서 바람직한 물리 학생으로 인식되는 것, 수행 차원은 개인에게 요구되는 물리 과제를 수행할 수 있는 능력에 대한 믿음, 흥미 차원은 물리를 이해하고 생각하고자 하는 욕구와 호기심을 의미한다. 물리 정체성이 역량-수행-인식의 3개 차원으로 구성된다는 점은 Carlone & Johnson[5]이 제안한 과학 정체성 모형과 같지만, 세부적으로 검토하면 차원의 명칭만 같을 뿐 의미는 일부 달라졌다. 역량 차원의 경우는 Carlone & Johnson의 모형이나 Hazari et al.의 모형에서 의미가 동일하지만, 인식 차원의 경우 Carlone & Johnson은 타인 그리고 주체 스스로가 자신을 과학하는 사람(science person)이라고 인식하는 것을 의미한 반면 Hazari et al.의 모형에서는 이를 타인에게로부터 받는 인정으로 국한하였다. 그러나 타인이 자신을 어떤 존재로 인식하는가와 자신이 스스로를 어떻게 인식하는가는 상호 영향을 주고받는 밀접한 관련이 있지만 그렇다고 동일한 개념이라고는 볼 수 없다. 내가 나를 어떤 사람으로 인식하는가와 다른 사람이 나를 어떤 사람으로 인식하는가는 항상 동일하지 않을 수 있으며, 정체성의 기본 개념이 결국 주체의 인식이라는 점을 고려한다면 Carlone & Johnson의 모형에서 정의한 인식 차원이 보다 적합하다고 볼 수 있다. 두 모형의 차이가 가장 두드러지게 차이 나는 부분은 수행 차원으로서, Carlone & Johnson의 모형에서는 과학자 사회에서 과학자들이 사용하는 언어와 기호, 도구 등 과학과 관련된 문화적 관습(practices)과 관련된 사회적인 수행 능력을 의미하지만, Hazari et al. 모형에서는 이를 단지 개인의 과제 수행 맥락으로 한정하였다. 이런 의미에서 Hazari et al. 모형에서 수행 차원은 역량 차원과 크게 다를 바가 없어서 이 둘을 개인의 수행 능력에 대한 믿음이라는 하나의 차원으로 환원할 수 있게 되어 물리 과제 수행에 대한 자기효능감과 동일한 개념이 된다[7]. 그러나 그렇게 되면 과학 정체성이 개인의 지식 이해 맥락에만 한정되고 과학 수행의 또다른 측면인 사회적 맥락, 예를 들어 과학 탐구 또는 과학적 관습(scientific practice)에 대한 고려는 놓치게 되는 위험이 있다. 한편 Hazari et al. 모형의 특징 중 하나는 흥미를 물리 정체성에 포함하였다는 점이다. 이는 기존의 Carlone & Johnson 모형에서 빠져있었던 차원으로서, 물리 정체성의 의미를 물리에 대한 정서적 또는 감성적 반응까지 포함하는 것으로 확대했다는 점에서 의의가 있다. 또한 Hazari et al. 모형은 앞선 연구들이 과학 정체성 개념을 정성적으로 탐색한 연구임에 비해 이들을 측정 가능한 구인으로 재개념화하여 조작적으로 정의했다는 점에서도 의미가 있다.

이에 이 연구에서는 Carlone & Johnson과 Hazari et al. 모형을 종합하여 Fig. 1과 같은 물리 정체성 개념틀을 제안하였다.

Figure 1. Framework for Physics Identity.

수정한 물리 정체성 개념틀은 인식(recognition)-흥미(interest)-역량(competence)-수행(performance)의 4차원으로 구성된다. 인식 차원은 스스로 및 타인에게서 물리하는 사람으로 인식되는 정도를 의미하며, 흥미 차원은 물리를 알고 싶어 하는 마음과 호기심, 역량 차원은 물리 내용에 대한 지식과 이해할 수 있는 능력에 대한 믿음, 수행 차원은 물리학자들의 관습(practice) 또는 물리 탐구와 관련된 사회적 수행들을 활용할 수 있는 능력에 대한 믿음을 의미한다.

물리 정체성을 조사하는 문항 초안은 Hazari et al.[6]의 4차원 개념틀을 바탕으로 개발한 Chen & Wei[15]의 설문 문항을 기초로 작성하였다. Chen & Wei의 문항 중 일부는 역량 차원과 수행 차원이 구분되지 않거나 혼재되어 있어서 이 연구에서 제안한 수정한 물리 정체성 개념틀에 맞게 재구조화하였다. 예를 들면 Chen & Wei의 연구에서는 ‘나는 물리에서 좋은 성적을 받을 수 있다.’는 수행 차원의 문항으로 제시되었으나 이는 물리 내용에 대한 지식과 이해라는 점에서 수정한 개념틀의 역량 차원이라고 할 수 있다. 유사하게 Chen & Wei의 연구에서 역량 차원의 문항이었던 ‘나는 일상생활의 자연 현상을 설명하기 위해 과학을 활용할 수 있다.’의 경우도 일상생활에서 물리학자와 같이 사고하고 물리적으로 탐구하려는 경향이라는 측면에서 역량이라기보다는 수행 차원에 보다 적합하다고 볼 수 있다. 이와 같이 기존 관련 문항을 물리 정체성 개념틀에 맞게 재편하여, 흥미 10문항, 인식 5문항, 역량 7문항, 수행 9문항 등 총 31개의 문항으로 이루어진 검사도구 초안을 수정 개발하였다.

수정 개발한 검사 도구의 구인 타당도(construct validity)를 요인분석(factor analysis)으로 확인하기 위해 KMO 구형성 검정을 실시하였고 유의 수준 0.001 이하로 요인분석에 적합한 데이터임을 확인하였다 (Table 2). Kaiser의 규칙에 따라 표본상관행렬의 고유값 중 1보다 큰 개수만큼 요인을 추출한 결과 총 6개의 요인이 추출되었다 (Table 3). 이후, 구인 타당도를 검증하는 확인적 요인분석에 있어서 요인의 개수를 결정하는데 유일한 기준은 없으며 여러 기준들을 종합적으로 검토하여 연구 분야의 이론적인 바탕 위에서 합리적으로 판단하여야 한다는 요인분석 관련 문헌의 제안에 따라 추출한 요인들을 이론적 모형에 비추어 해석하는 과정을 거쳤다[16]. 이에 따라 요인추출 결과를 앞서 제안한 물리 정체성의 4차원 개념틀(Fig. 1)에 따라 해석해보면 Factor 1과 Factor 3은 흥미 차원, Factor 5는 인식 차원, Factor 4는 역량 차원, Factor 2와 Factor 6은 수행 차원으로 해석할 수 있다. q4, q5, q6, q7번 문항의 적재요인이 Factor 3으로 나타났는데, 이 문항들은 명확하게 검사 도구 초안에서 “I’m interested in...”과 같이 개인의 흥미정도를 물어보았기에 두 요인 모두 흥미 차원임을 연구자간 논의를 통해 확정지었다. 검사 도구 초안에서 인식 차원에 해당하는 q13번(I think physics suits my aptitude)과 역량 차원의 q16번(I can understand the laws of physics well.) 문항은 요인분석 결과로는 Factor 1에만 유의한 요인적재량을 보였는데, 각 문항의 내용이 흥미 차원에 해당한다고 어렵다고 판단하여 검사도구에서 제거하였다. q15, q18, q19, q20, q29, q30 문항과 같이 2가지 요인에서 동시에 요인적재량이 유의하게 나타난 경우는 두 요인 중 문항의 원래 의미를 가장 잘 나타내는 차원에 해당하는 것으로 해석하였다. 이와 같이 확인적 요인분석을 통해 확정된 물리 정체성 검사도구는 흥미 차원 10문항, 인식 차원 4문항, 역량 차원 6문항, 수행 차원 9문항 총 29문항이며, 각 차원별 신뢰도(Cronbach alpha)는 흥미 차원이 0.928, 인식 차원이 0.743, 역량 차원이 0.895, 수행 차원이 0.898로 나타났다. 최종 수정한 설문 문항의 내용은 Table 4에 제시하였다.

Table 2

KMO and Barlett’s test of sphericity.

KMO(Kasiser-Meyer-Olkin)		.599
Barlett’s Test of Sphericity	Chi square	1124.077
	Degree of freedom	465
	Significance probability (p)	<.001

Table 3

Result of confirmatory factor analysis.

Item	Factor						Categorization	Revised Question
	1	2	3	4	5	6
	Interest	Performance	Interest	Competency	Recognition	Performance
q01	.844						Interest	Q01
q02	.887						Interest	Q02
q03	.763						Interest	Q03
q04			.750				Interest	Q04
q05			.606				Interest	Q05
q06			.745				Interest	Q06
q07	.589		.463				Interest	Q07
q08	.702						Interest	Q08
q09	.582		.587				Interest	Q09
q10	.811						Interest	Q10
q11	.699				.480		Recognition	Q11
q12					.865		Recognition	Q12
q13	.812						N/A	-
q14					.537		Recognition	Q13
q15				.482	.485		Recognition	Q14
q16	.721						N/A	-
q17				.685			Competency	Q15
q18	.718			.481			Competency	Q16
q19	.712			.370			Competency	Q17
q20	.712			.409			Competency	Q18
q21				.613			Competency	Q19
q22				.696			Competency	Q20
q23		.704					Performance	Q21
q24						.718	Performance	Q22
q25		.767					Performance	Q23
q26		.790					Performance	Q24
q27		.672					Performance	Q25
q28		.707					Performance	Q26
q29		.443	.582				Performance	Q27
q30	.749	.357					Performance	Q28
q31						.543	Performance	Q29

Table 4

Questionnaire for physics identity.

Dimension	Questionnaire	Reliability
Interest	Q01. I am interested in physics. Q02. I am interested in solving physics problem. Q03. I love physics. Q04. I am not interested in watching videos related to physics or reading about physics . Q05. I am interested in physics experiments and physics inquiry. Q06. I am interested in physics exhibitions. Q07. I am interested in the contents of physics class. Q08. I enjoy studying physics. Q09. I enjoy physics experiments. Q10. I enjoy doing physics regardless of my grades.	.928
Recognition	Q11. I recognize myself as a scientist (a physics person). Q12. People around me recognize me as a scientist (a physics person). Q13. I am irrelevant to scientist. Q14. I am a person who can’t be separated from physics.	.743
Competence	Q15. I can learn various knowledge on physics class. Q16. I can solve physics problems well. Q17. I can understand no matter how difficult the concept is if try. Q18. I believe I can do well in physics Q19: I can’t get good grades in physics class even if I try. Q20. I can recognize what problem needs to be solved.	.895
Performance	Q21. I can plan and carry out physics experiments. Q22. I often use computers, smartphones, calculators, etc. to solve physics problems Q23. I can figure out solutions to problems related to physics in real life. Q24. I can present the experiment conducted in front of my colleagues. Q25. I can discuss with people who disagree with my opinion based on experimental data. Q26. I can explain the physical phenomenon using a model. Q27. I can make a model to explain physics phenomena. Q28. I can properly interpret the graph from the experiment. Q29. I can perform the physics task well with my teammates.	.898

3. 자료 수집과 분석

검사 도구 투입은 2학기 정규 수업이 마무리되는 학년 말에 실시하였다. 검사 도구 투입 후 수집한 자료를 바탕으로 기술 통계를 적용하여 예비 물리교사의 물리 정체성을 하위 차원 및 집단별로 분석하였다. 이후 성별에 따른 예비 물리교사의 물리 정체성 차이를 확인하기 위해 독립표본 t검정을 실시했다. 학년이나 학업성취도와 같이 3개 이상의 집단으로 구분되는 변인의 경우는 응답자 수가 적다는 점을 감안하여 변량분석을 적용하는 대신 크게 2개 집단으로 구분한 뒤 마찬가지로 독립표본 t검정을 적용했다. 모든 t검정에는 정규성 검정을 먼저 실시하여 정규성 가정을 만족하지 못하는 경우의 데이터는 통계적 유의성을 고려하지 않았다.

1. 예비 물리교사 물리 정체성의 차원별 분포

응답 결과를 바탕으로 예비 물리교사들의 물리 정체성을 하위 차원별로 정리한 결과는 Table 5와 같다. 5점 만점 리커트 척도를 기준으로 흥미 차원에서 3.56점, 인식 차원에서 3.34점, 역량 차원에서 3.70점, 수행 차원에서 3.76점, 전체 평균은 3.59점으로, 차원별로 비교하면 수행 차원에서 가장 높고 인식 차원에서 가장 낮은 점수를 나타냈다. 즉, 연구에 참여한 예비 물리교사들은 대체로 중간값 이상의 다소 긍정적인 물리 정체성을 보이는데, 물리와 관련된 사회적 수행 측면에서 가장 긍정적인 반응을 보인 반면 자기 스스로 및 다른 사람이 자신을 물리를 하는 사람으로 인식하는 측면에서는 상대적으로 가장 낮은 반응을 보인다. 예비 물리교사들 또한 초중고 학생들과 마찬가지로[17, 18] 물리에 대해 알고 있는 것과 할 수 있는 정도에 비해서 자기 스스로는 물리에 어울리는 사람이라고 생각하는 인식이 상대적으로 낮다는 점을 알 수 있다.

Table 5

Physics identity by dimension.

Dimension	Mean	S.D.
Interest	3.56	.817
Recognition	3.34	.800
Competence	3.70	.732
Performance	3.76	.556
Total	3.59	.626

2. 예비 물리교사들의 물리 정체성과 집단별 분포 특징

1) 예비 물리교사들의 성별에 따른 물리 정체성 비교

응답자의 성별에 따른 물리 정체성 분포를 비교한 결과는 Table 6과 같다. 남성 예비 물리교사(이하, 남성)의 물리 정체성 평균 점수는 3.78 점이고 여성 예비 물리교사(이하, 여성)의 물리 정체성 점수는 3.40점으로 남성이 여성에 비해 다소 높다. 남성의 물리 정체성 점수가 여성의 물리 정체성 점수보다 전반적으로 높은 경향을 보이므로 단측 검정을 통해 남성의 경우가 여성의 경우보다 유의하게 높은지를 살펴보았다.

Table 6

Physics identity by gender.

Dimension	Mean		S.D.		Normality		significance (1-tailed)
	Male (N = 18)	Female (N = 18)	Male	Female	Male	Female
Interest	3.82	3.31	.755	.819	.200	.116	.031*
Recognition	3.49	3.19	.957	.598	.187	.200	.140
Competence	3.91	3.49	.684	.738	.200	.004	.044
Performance	3.93	3.59	.493	.578	.200	.055	.031*
Total	3.78	3.40	.619	.586	.100	.087	.031*

(p < .05)

흥미 차원에서 남성은 평균 3.82점이고 여성은 3.31점으로 유의 수준 .05 이하로 남성이 여성보다 유의하게 높은 점수를 보인다. 인식 차원에서는 남성이 3.49점이고 여성이 3.19점으로 0.30점의 차이가 나지만 통계적으로 유의미한 차이는 아니다. 역량 차원의 경우도 남성이 3.91점이고 여성이 3.49점으로 0.42점의 차이가 나지만 데이터가 정규성을 만족하지 못해 통계적으로 유의미하지 않다. 수행 차원의 경우 남성은 3.93점이고 여성은 3.59점으로 남성이 여성보다 0.34점 높은데 유의 수준 .05 이하에서 통계적으로 유의한 차이임을 확인하였다. 모든 차원을 통틀어서 전체 평균을 비교한 경우에도 통계적으로 유의하게 남성이 더 높음을 알 수 있다.

예비 물리교사의 물리 정체성은 흥미와 수행 차원에서 남성이 여성보다 유의하게 높다. 이는 고등학생을 대상으로 물리 정체성을 조사한 선행연구의 결과와 유사한 결과이다[7]. 고등학생의 경우 남학생이 여학생에 비해 인식 차원과 자기효능감 차원에서 유의하게 높은 점수를 보인 반면, 예비 물리교사의 경우는 흥미와 수행 차원에서 남성이 여성보다 유의하게 높은 점수를 보인다. 선행연구에서는 역량과 수행 차원을 자기효능감이라는 차원으로 간주하였으므로, 흥미 차원에서 성별 차이가 난다는 점을 제외하고는 선행연구 결과와 동일한 경향을 보인다. 예비 물리교사의 물리 정체성에서 특히 흥미 차원에서 성별에 따른 차이가 가장 많이 드러난다는 점은 과학 학습에서 정의적 성취에 있어서 남학생의 성취가 여학생보다 높다는 선행연구의 결과와 유사하다[19].

고등학교 시절의 물리 학습 경험이 예비 물리교사의 학습 전반에 걸쳐 영향을 준다는 연구 결과를 고려한다면[20], 예비 물리교사의 물리 정체성에서 성별 차이를 보이는 것은 교사교육 맥락만이 아니라 초중등학교 물리교육 맥락에 내재된 문화적 차이를 함께 고려해야함을 짐작할 수 있다.

2) 예비 물리교사의 학업 성취도에 따른 물리 정체성 비교

학업 성취도는 대체로 정의적 특성과 긴밀히 관련된다[21]. 즉 물리에 대한 학업 성취도가 높을수록 물리에 대한 흥미나 동기가 높아질 수 있다. 이에 이 연구에서는 연구 대상을 조사 시점까지의 전공 과목 평균 학점(GPA)을 기준으로 상위 집단과 하위 집단으로 구분하여 독립표본 t검증을 통하여 집단 간 차이가 있는지 확인하였다.

분석 결과, 모든 차원에서 상위 집단의 점수가 하위 집단보다 높음을 확인할 수 있다(Table 7). 정규성 검정을 만족하지 못하는 경우를 제외하면 흥미 차원과 역량 차원에서 두 집단 간 통계적으로 유의미한 차이를 확인할 수 있다. 흥미 차원에서 상위 집단은 3.92점임에 비해 하위 집단은 3.16점으로 0.76점 차이 나며, 역량 차원에서 상위 집단은 3.94점이고 하위 집단은 3.43점으로서 0.51점의 차이가 난다. 즉 학업 성취도 상위 집단이 흥미 차원과 역량 차원에서 하위 집단에 비해 높은 물리 정체성을 지닌다. 이러한 연구 결과를 해석함에 있어서 조심스러운 접근이 필요하다. 서론에서 정의한 과학 정체성 정의에 따르면 과학 정체성이란 개인 정체성의 일부로서, 과학이라는 특정 맥락에서 자신이 누구이며 무엇을 할 수 있고 무엇을 하고 싶으며 무엇이 되고 싶은지에 대한 느낌이다. 다시 말해, 과학 정체성은 과학이라는 맥락에서 자신을 향한 지각(cognition)으로 높은 과학 정체성 척도를 지녔다는 것이 곧장 학생의 높은 과학 성취도로 보장되지는 않는 것을 유의해야한다.

Table 7

Comparison of physics identity by achievement.

Dimension	Mean		S.D.		Normality		significance (2-tailed)
	Male (N = 18)	Female (N = 18)	Male	Female	Male	Female
Interest	3.92	3.16	.570	.880	.200	.165	.004**
Recognition	3.64	3.00	.658	.824	.003	.200	.013
Competence	3.94	3.43	.536	.840	.200	.200	.036*
Performance	3.89	3.61	.437	.643	.200	.200	.123
Total	3.85	3.30	.418	.701	.028	.200	.009

(*p < .05, **p < .01)

3) 예비 물리교사들의 학년에 따른 물리 정체성 비교

이 연구에서는 사범대학에 재학한 학년에 따라 물리 정체성에 차이가 있는지를 살펴보고자 하였다. 그러나 각 학년별로 집단을 구분할 경우 표본 수가 작아서 정규성 분포를 만족하지 않으므로, 이를 크게 저학년과 고학년으로 2개 집단으로 구분하여 분석하였다. 이때 저학년과 고학년의 구분은 교육 실습 전후로 예비교사들의 교직에 대한 인식에 차이가 있다는 선행연구에 기반하여[22], 교육 실습 경험의 유무를 기준으로 학년 집단을 구분하였다. 이에 따라 이 연구에서는 연구에 참여한 예비 물리교사를 교육 실습 경험을 기준으로 저학년(1, 2, 3학년, N=19)과 고학년(4학년, N=17)으로 집단을 구분하여 학년에 따른 물리 정체성의 차이를 비교하였으며, 분석 결과는 Table 8과 같다. 분석 결과 모든 차원에서 고학년 집단이 저학년 집단보다 낮은 물리 정체성 점수를 보인다. 역량 차원과 수행 차원의 결과가 정규성 조건을 만족하지 못하므로 통계적으로 유의하지 않아서 제외하면, 흥미 차원과 인식 차원에서 공통적으로 유의 수준 0.01 이하에서 고학년 집단이 저학년 집단에 비해 물리 정체성 점수 분포가 낮다.

Table 8

Physics identity by grade.

Dimension	Mean		S.D.		Normality		significance (2-tailed)
	Senior (N = 17)	Junior (N = 19)	Senior	Junior	Senior	Junior
Interest	3.17	3.92	.888	.567	.200	.116	.005**
Recognition	3.04	3.61	.853	.663	.200	.183	.034*
Competence	3.28	4.05	.778	.588	.007	.200	.003
Performance	3.63	3.87	.562	.504	.044	.200	.230
Total	3.28	3.86	.669	.472	.030	.200	.006

(*p < .05, **p < .01)

학교급이 높아질수록 물리학습에 대한 기대 신념이 낮아진다는 결과를 비롯하여 많은 선행연구들은 학년이 높을수록 물리에 대한 정의적 성취가 떨어진다는 점을 지지한다[23]. 그러나 일반적인 정의적 성취가 아닌 물리 정체성에서도 저학년보다 고학년에서 상대적으로 부정적인 반응을 보인다는 점은 결과에 대한 주의 깊은 해석을 요구한다. 이에 고학년 집단의 성별 분포와 학업 성취도 분포가 저학년과 동일하다고 할 수 있는지 살펴보았다. 그 결과, 성별분포는 학년에 따라 차이가 없으나 학업 성취도 분포에 있어서는 고학년 집단이 전반적으로 저학년 집단에 비해 학업성취도가 낮은 학생이 편중되어 있음을 확인하였다. 학년과 학업 성취도를 공변인으로 설정하고 분석하기에는 주어진 연구 표본의 수가 부족하여, 고학년 집단 내에서 학업 성취도에 따른 물리 정체성의 차이가 있는지를 따로 분석하였다. 즉, 고학년 집단을 4년간 평균학점(GPA)을 기준으로 1:1로 상하 집단을 구분하여 각 집단을 저학년 집단과 비교하는 독립표본 t 검증을 실시하였다.

분석 결과, 고학년 저성취 집단(L-Senior)과 저학년 집단 사이에서는 모든 차원에서 통계적으로 유의미한 차이를 확인할 수 있었다 (Table 9). 즉 흥미, 인식, 역량, 수행 차원에서 고학년 저성취 집단의 점수는 각각 2.66점, 2.59점, 3.00점, 3.31점으로서 저학년 집단에 비해 낮은 분포를 보이며, 특히 흥미 차원과 인식 차원에서 그 차이가 가장 많이 드러난다. 그러나 고학년 고성취 집단(H-Senior)과 저학년 집단 사이에서는 모든 차원에서 집단 간 차이의 경향이나 통계적 유의성을 확인할 수 없었다 (Table 10). 한편 고학년 고성취 집단과 저학년 집단 사이에서 학업 성취도에 따른 차이는 나타나지 않았다 (p=.847). 또한 성별에 따른 학업 성취도에서도 차이가 나타나지 않았다(p=.995). 따라서 성별에 따른 물리 정체성의 차이를 해석할 때 학업 성취도 변인은 고려 대상이 아니며, 학년에 따른 물리 정체성을 비교할 때는 고학년의 물리 정체성이 저학년에 비해 낮다고 해석하기보다는 학업 성취도가 낮은 집단의 물리 정체성이 그렇지 않은 집단보다 낮다고 해석할 수 있다.

Table 9

Comparison of physics identity by low achievement senior and junior group.

Dimension	Mean		S.D.		Normality		significance (2-tailed)
	L-Senior (N = 8)	Junior (N = 19)	L-Senior	Junior	Senior	Junior
Interest	2.66	3.92	.842	.567	.200	.116	< .001***
Recognition	2.59	3.61	.849	.663	.155	.183	< .001***
Competence	3.00	4.05	.575	.588	.200	.200	< .001***
Performance	3.31	3.87	.675	.504	.200	.200	.015*
Total	2.89	3.86	.835	.472	.195	.200	< .001***

(*p < .05, **p < .01, ​***p < .001)

Table 10

Comparison of physics identity by high achievement senior and junior group.

Dimension	Mean		S.D.		Normality		significance (2-tailed)
	H-Senior (N = 9)	Junior (N = 19)	H-Senior	Junior	Senior	Junior
Interest	3.76	3.92	.495	.567	.172	.116	.434
Recognition	3.50	3.61	.527	.663	.200	.183	.063
Competence	3.60	4.05	.548	.588	.013	.200	.725
Performance	3.93	3.87	.300	.504	.017	.200	.320
Total	3.70	3.86	.364	.472	.008	.200	.475

이 연구에서는 선행연구에 대한 비판적 분석을 통하여 물리 정체성의 개념틀을 정교화하고 물리 정체성을 조사하기 위한 양적 검사 도구를 개발하였다. 개발한 도구를 적용하여 예비 물리교사의 물리 정체성을 조사하였으며, 응답 결과를 바탕으로 물리 정체성의 하위 차원별 분포를 분석하고 이를 예비 물리교사의 성별, 학년, 학업 성취도에 따라 각각 2개 집단으로 구분하여 집단 간 차이를 살펴보았다. 주요 연구 결과를 정리하면 다음과 같다.

첫째, 물리 정체성은 흥미-인식-역량-수행의 4개 차원으로 구성된다. 흥미 차원은 물리를 알고 싶어 하는 마음과 호기심, 인식 차원은 스스로 및 타인에게서 물리하는 사람으로 인식되는 정도, 역량 차원은 물리 내용에 대한 지식과 이해할 수 있는 능력에 대한 믿음, 수행 차원은 물리 탐구와 관련된 사회적 수행들을 활용할 수 있는 능력에 대한 믿음을 의미한다. 이 연구에서는 흥미-인식-역량-수행의 4차원 개념틀을 바탕으로 물리 정체성을 조사하기 위한 양적 검사도구를 제안하였으며 확인적 요인분석을 거쳐 각 차원별로 각각 10문항, 4문항, 6문항, 9문항으로 이루어진 총 29문항의 5단계 리커트 척도 설문을 개발하였다.

둘째, 예비 물리교사의 물리 정체성은 대체로 긍정적이며 차원별로는 수행 차원이 가장 높고 인식 차원이 가장 낮다. 성별에 따라서는 남성이 여성보다 모든 차원에서 상대적으로 긍정적인 물리 정체성을 보이는데 특히 흥미 차원과 수행 차원에서 통계적으로 유의하게 차이가 난다. 학년과 학업 성취도를 동시에 고려하면 학년만을 변인으로 했을 때 물리 정체성의 차이는 나타나지 않는다. 모든 차원에서 학업 성취도가 높을수록 물리 정체성의 점수가 높은 경향을 나타내는데, 특히 흥미 차원과 역량 차원에서 학업 성취도에 따른 물리 정체성의 차이가 통계적으로 유의하게 나타난다. 하지만 이러한 결과를 해석함에 있어 주의가 필요하다. 과학 정체성이란 스스로를 향한 인식으로 과학 정체성의 차이가 실제 능력(시험에서 과학문제를 풀 수 있는 실제 학생의 능력)의 차이로 오해되지 않도록 주의가 필요하다.

이 연구는 최근 주목받고 있는 과학 정체성의 개념을 물리 교수학습 맥락에 적용하여 다차원적 속성을 갖는 구인으로 정교화한 개념틀을 제시함으로써 물리 정체성을 분석적으로 이해할 수 있는 이론적 틀을 제안했다는 점에서 의미를 갖는다. 또 각 하위 차원을 조작적으로 정의하고 이를 바탕으로 동간 척도 형식의 양적 조사 도구를 제안했다는 점에서 앞으로 물리 정체성을 측정하고 이를 변인으로 삼는 후속 연구에 정보를 제공한다는 점에서 의의가 있다. 하지만 동시에 같은 이유로 이 연구는 한계를 갖는다. 즉 물리 정체성을 물리 교수학습이라는 특정한 맥락에 국한하여 몇 가지 하위 차원으로 환원시킴으로서 개인의 정체성 자체가 갖는 총합적이고 전체적인 속성을 놓치게 될 위험이 있다. 또한 제한된 숫자의 자기보고식 설문 응답 자료에 근거하여 결과를 도출했다는 점에서 양적 연구로서의 한계를 갖는다.

물리 정체성은 물리 교수학습 과정에서 인지적 및 정의적 성취와 영향을 주고받는 매개로서 작용할 수 있다. 또한, 물리와 관련된 진로 의향과 관련이 깊어 과학계열 진로 및 직업 교육에서도 의미있는 정보를 제공할 수 있으며, 학교를 벗어난 비형식 과학교육 맥락에서 물리 정체성을 함양하는 것이 비형식 교육의 주요 목표가 될 수 있다. 특히 물리 정체성은 맥락에 의존하는 개인 정체성의 한 부분으로서 사회 구조와 깊은 연관을 갖는다. 이런 측면에서 물리 정체성은 물리 학습과 진로 지도와 관련하여 모든 학습자에게 보다 평등한 교육을 지향하는 측면에서 의미있는 심리적 구인이 될 수 있다. 이를 위해서는 양적 연구 뿐아니라 특정 집단의 물리 정체성의 형성과 변화를 심층적으로 기술하는 질적 연구가 기대된다.

This research was supported by Daegu University Future Scholars Program, 2023.